農村勞動力轉移:改革開放以來的實證分析

摘要:改革開放以來，中國大規模的農村勞動人口向城市轉移，勞動力轉移對于農民增收、農業增產和城鄉和諧發展具有十分重要的意義。利用1978-2007年中國勞動力轉移的內在影響因素的時間序列數據，在對所研究的變量進行單位根檢驗和協整分析的基礎上，采用向量自回歸計量經濟模型，實證分析影響農村勞動力轉移的內在因素及系數，研究結果表明城鄉收入差距對農村勞動力轉移的影響最大。

關鍵詞:改革開放;勞動力轉移;時間序列

中圖分類號:F241.4 文獻標識碼:B

一、農村勞動力轉移的基本情況

我國農村勞動力大規模向二、三產業轉移是在1978年改革開放以后， 1978-2007年，第二、三產業產值年均增長率分別高達11.8%和10.7%，遠高于農業產值4.2%的年均增長率。產業結構發生重大變化，1978-2007年，農業占國內生產總值的比重由28.2%下降到11.3%，第二產業比重則由47.9%上升到48.6%，第三產業比重由23.9%上升到40.1%①。

從總量增長來看，第二產業從業人員從1978年的6945萬人增加到2007年的20 629萬人，年平均增長規模為472萬人，在20 世紀80 年代與90年代初期增長比較快，90年代后期有下降趨勢。第三產業從業人員從1978年的4 890萬人增加到2007年24 917萬人，年平均增長691萬人，勞動力吸納能力超過第二產業，在20 世紀末到21世紀初期，增長速度仍在繼續加快。城鎮勞動力增長穩步上升，在20世紀末期有加快趨勢。城鎮從業人員從1978年的9 514萬人增加到2007年的29 350萬人，年均增長684萬人。從結構增長來看，1952-1978年，非農就業比重提高了13個百分點，年均提高0.5個百分點;城鎮就業比重提高了12個百分點，年均提高接近0.5個百分點。二者基本上是同步的，即改革開放前非農就業主要集中在城市，并且非農就業的增加主要來源于工業就業比重的增加。同期城鎮化水平提高了5個百分點，年均提高0.2個百分點，慢于非農就業增加與城鎮就業增加，城鎮化水平滯后于工業化水平。1978-2007年， 非農就業比重提高了29.7個百分點， 年均提高超過1個百分點， 第三產業對非農就業的增長貢獻大于第二產業;城鎮從業人員比重提高了14.4個百分點，年均提高不到0.5個百分點， 非農就業不完全集中在城市;同期城鎮化水平提高了27個百分點，年均提高接近1個百分點， 表現出與非農就業同步發展的趨勢。

二、影響農村勞動力轉移因素的實證分析

(一)變量選擇

根據研究目的，選取農村勞動力轉移數量、農業勞動生產率、農村消費中教育所占比重、城鄉收入差距，樣本期間選定1978-2007年，數據來源于2008年《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》。

1.農村勞動力轉移數量(migration)。關于歷年由農村轉移到城市的勞動力的數據，各種年鑒和資料中沒有記載，實際測算也比較困難，本文采用城鎮新增人口數來表示，計算方法是用報告期城鎮人口數減去基期城鎮人口數，即當年城鎮新增人口表示農村勞動力轉移數量。

2.農業勞動生產率(productivity)。由于農業中逐漸采用機械化耕作，農業生產的效率有了很大的提高，相應的農村的勞動力出現了大量剩余，這部分剩余勞動力在市場機制的作用下開始向城市化轉移，這里采用第一產業產值與第一產業從業人數的比值表示。

3.教育消費比重(education)。隨著農村教育投入的加大和教育水平的提高，農村人口向城市轉移的積極性越高、障礙越小，教育水平的提高會加快了人力資本流動性。本文采用教育消費在農村居民家庭消費總支出的比重來表示農村教育水平的不斷提高，數據來源于2008年《中國統計年鑒》按收入五等分農村居民家庭平均每人生活消費支出。

4.城鄉收入差距(gap)。長期存在的城鄉收入剪刀差是農村勞動向城市轉移的不可或缺的因素，這里用每年城鄉實際收入的比率來表示城鄉收入差距。為了緩解時間序列的異方差性，以上數據均取自然對數的形式，分別表示為LM、LP、LE、LG。圖1給出了各變量的時序圖。

(二)計量與分析

1.單位根檢驗。本文采用迪基和富勒(Dickey Fuller，1979) 提出的增廣迪基—富勒檢驗(Augmented Dickey-Fuller test )方法，對上述四個變量及其一階差分進行單位根檢驗。檢驗結果表明四個變量都存在單位根，即變量的水平序列都是非平穩的，但是它們的一階差分卻都是平穩的，都是1 階單整序列，可以進一步對它們進行協整關系的檢驗。

2.協整檢驗。采用Johansen 檢驗驗證上述四個變量的協整關系。檢驗結果表明，在5%的顯著性水平上變量之間確實存在著協整關系，協整關系的存在意味著變量之間存在長期穩定的均衡關系。

3.脈沖響應分析。在圖2中，橫軸表示沖擊作用的期間數(年)，縱軸表示勞動力流動(LM)的變化程度，曲線表示了脈沖響應函數，代表了各相應變量沖擊的動態響應。由圖2可以看出，LP在第2期達到最低點，之后逐漸上升，雖然其后過程有細微波動，但在整個沖擊影響階段都保持微弱的正向影響，這說明農業勞動生產率的提高對農村勞動力流動具有一定的促進作用。LE第2期達到最高點，然后開始遞減，且圍繞坐標軸上下波動，這說明教育消費比重對勞動力流動也有影響，但影響效果不大。LG在第2期達到最低點，然后急劇上升，在第6期達到最高點，這說明城鄉收入差距對勞動力的轉移影響較大，且遠遠超過了農業勞動生產率和教育消費的影響。

4.長期均衡關系的估計?？紤]到變量之間的相互影響和變量的滯后效應，采用西姆斯(Sims，1980)提出的向量自回歸(VAR:Vector Autoregression)計量模型來估計變量之間的長期均衡關系方程。考慮到樣本容量的限制，并在比較相關模型赤池和施瓦茨統計量的基礎上，選擇滯后階數p均為3的模型對變量的系數進行估計?；貧w結果的最上面部分是模型的參數估計結果、估計系數的標準差(系數估計值下面的第一個括號內)以及t 檢驗統計量(系數估計值下面的第二個括號內)。中間部分是各子方程的相關檢驗結果，最下面部分是針對該向量自回歸模型整體的各項統計量。分析回歸結果可以發現，在各變量回歸中個別來看，每個方程并不是變量所有的滯后項都統計顯著。由于F 值都很高，所以不能拒絕所有滯后項聯合統計顯著的假設。實證分析結果表明:改革開放以來，中國農村勞動力轉移的和農村勞動生產率、教育消費比重存在著長期穩定的正相關關系，在其他條件不變的條件下，勞動力生產率每提高一個百分點，農村勞動力轉移數量提高0.18個百分點;教育消費比重每提高一個百分點，農村勞動力轉移數量提高0.12個百分點;城鄉差距每提高一個百分點，農村勞動力轉移數量提高0.7個百分點。

三、小結

人們比較多強調農村勞動力轉移的積極作用，關注于城市基礎設施建設的推動，對于引進外資利用廉價勞動力參與國際分工獲得成本競爭力優勢，人力資本對于經濟快速增長的促進作用，但較少關注轉移出來的農民的生活水平和條件，農民的工資水平和消費能力的提高，留在農村的農民的社會保障問題，農村勞動力轉移給城市帶來的壓力。

目前，農村勞動力向城市流動基本是靠市場機制的配置，在提高效率的同時不可避免帶來了一定的盲目性和自發性，所以如何科學合理有序的引導勞動力流動成為急待解決的問題。要進一步推進農村剩余勞動力轉移，必須根據新情況、新問題，有針對性地采取政策措施。首先，合理科學的推進農村土地制度改革，進一步促進農村勞動力的合理流動，土地承包經營權合理流轉對于減少農村勞動力，提高農民人均收入和農業生產經營的規模化、機械化水平具有重要意義。其次，強化就業培訓，提高農村勞動力轉移就業能力。要解決農民轉移就業中的結構性矛盾，必須著力強化就業培訓，提高農村外出務工人員的自身素質。要在農村普及九年義務教育的同時，根據農村勞動力的特點和就業需求，大力開展有較強針對性和實用性的職業教育和培訓。最后，推進農業產業化經營，提高農業生產的社會化水平。加強農業合作社的組織建設和法律建設，完善農業專業合作經濟組織，支持種植大戶，合理引導監督農產品銷售，切實保障農民在農產品流通中的利益，提高農民收入和社會福利，縮小城鄉差距。

注釋:

① 徐平華.改革開放以來中國農村勞動力轉移[J].中共中央黨校學報，2008(10).

參考文獻:

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(責任編輯:關立新)